中國黃金期貨的引入對黃金現貨市場質量的影響

[摘 要] 本文以上海黃金交易所成交最為活躍的AU9995黃金現貨作為研究對象，采用EViews6.0軟件對黃金期貨上市前后各300個日交易數據進行處理分析，通過比較我國黃金期貨引入前后黃金現貨市場的流動性、波動性、效率性的變化情況，來研究黃金期貨上市對現貨市場質量所造成的影響。研究結果表明:黃金期貨上市后，降低了黃金現貨市場的流動性和效率性，增加了黃金現貨市場的波動性，因此，黃金期貨的引入并未能改善黃金現貨市場質量，而是降低了黃金現貨市場質量。通過本文的研究，也對我國推出股指期貨有一定借鑒意義。

[關鍵詞] 市場質量 流動性 波動性 效率性

一、引言

黃金不同于一般商品，從被人類發現開始就具備了貨幣、金融和商品的屬性。由于它稀少，特殊和珍貴，自古以來被視為五金之首有“金屬之王”的稱號，享有其它金屬無法比擬的盛譽，正因為黃金具有這樣的地位，一段時間曾是財富和華貴的象征，用于金融儲備、貨幣、首飾等。我國黃金市場改革起始于1993年，這一年國務院63號函確立黃金市場化方向，2002年10月30日，SGE的成立表明了在中國國內真正地實現了黃金市場化。緊接著，2008年1月9日，經中國證監會批準，上海期貨交易所正式推出黃金期貨合約，從此，黃金市場與貨幣市場、資本市場、外匯市場共同構成我國完整的金融市場體系，投資者可以按市場價格自由買賣黃金。正因為國內已具有黃金期貨與現貨市場，也為本次探討黃金期貨引入對黃金現貨市場質量的影響提供了有利條件。

目前有關期貨上市對現貨市場影響的討論仍在繼續中，并沒有確切的定論。其中期貨引入的倡導者認為:期貨的引入會導致現貨市場知情交易者更強烈的參與興趣，為做市商提供了低成本對沖存貨風險的機會，這促使現貨市場具有更高流動性和較低波動水平。因此，本文希望通過比較黃金期貨引入前后各市場質量指標的變化情況，來考察黃金期貨上市后能否改善黃金現貨市場質量。前面提到黃金具有貨幣、金融屬性，黃金期貨應當列入類金融期貨。從而黃金期貨搶跑，更有為股指期貨充當了探路者。其不僅可以測試和檢驗市場，也可以發現問題、完善制度，從而為期指期貨安全上市和平穩運行積累經驗。通過對本文的研究，也對我國推出股指期貨有一定借鑒意義。

二、文獻綜述

有關黃金期貨上市后對現貨市場的影響，至今缺乏理論和實證支持。目前研究期貨上市對現貨市場質量的影響主要集中在股指期貨和個股期貨上。并有大量文獻進行了研究，但學者對此仍存在著不同的觀點。

期貨引入對現貨市場流動性影響方面:Damodaran(1990)等人對SP500指數樣本股所作的實證研究表明，開展股指期貨交易后的五年間，指數樣本股的市值提高幅度為非樣本股的兩倍以上。這說明，股指期貨的推出促進了指數成份股的交易活躍性，提高個股的流動性。相反，Jegadeesh and Subrahmanyam(1993)則研究了SP500指數期貨對于股票市場流動性的影響。他們以價差作為流動性的判斷指標。他們有兩個假設:一是當有信息的投資者前往期貨市場交易時，市場創造者處于信息劣勢，所以股票價差擴大，流動性較差;二是期貨發揮避險作用，市場創造者可以利用期貨部位調節存貨部位，股票價差縮小，所以流動性較好。實證結果發現，SP500股票的平均價差顯著增加。

期貨引入對現貨市場波動性影響方面:Lee和 Ohk(1992)研究了1984年至1988年香港恒生指數期貨與恒生指數的關系，認為股指期貨不但沒有增加現貨市場的波動性而且在某種程度上減小了波動幅度。黃瑋、劉再華(2007)研究發現印度N IFTY股指期貨的推出有效地降低了印度股市波動性的結論。相反，Anotoniou和Holmes(1995)對FT-SE100指數進行的研究表明，股票指數期貨加大了股價的波動性。而大多數實證研究表明，期貨市場引入后現貨市場波動性沒有發生明顯變化， Pericli和Koumos(1997)對SP500股指期貨的研究表明，除了1987年10月股災的特殊情況外，指數期貨與期權交易并未促使現貨市場的波動產生結構的變化。莊忠柱(2000)使用修正后的Levene統計量模型以及AR (1， 9)-GARCH (1， 1)模型所進行的實證研究發現，股價指數期貨上市后，臺灣地區的現貨價格波動性結構在長、中、短期皆無顯著的改變。

期貨引入對現貨市場效率性影響方面:McKenzie等(2001)研究股指期貨出現后澳大利亞等七國日歷效應的變化，結果顯示，在股指期貨上市后，七國股票指數收益率均值的日歷效應顯著降低。相反，Pilar and Rafael(2002)的研究顯示， 衍生品上市后， 股票收益率條件方差顯著下降，交易量顯著增加，他認為衍生品上市提高了西班牙股票市場的定價效率。

三、研究設計

1. 樣本的選取

本文以上海黃金交易所成交最為活躍的AU9995黃金現貨為研究對象，數據來源于上海黃金交易所網站，獲取AU9995 每個交易日的開盤價、最高價、最低價、收盤價、成交量和加權平均價，并運用EViews6.0對數據進行處理。通過比較黃金期貨引入前后黃金現貨市場的流動性、波動性、效率性的變化情況，研究黃金期貨上市后能否改善黃金現貨市場質量。2007 年12月29日，上海期貨交易所公布將于2008年1月9日掛牌交易黃金期貨合約，為消除“公告效應”及“預期效應”的短期影響，樣本剔除了黃金期貨上市前后各6個交易日的數據。因此，本文選取黃金期貨上市前后各300個黃金現貨日交易數據進行研究分析，從2006年10月10日至2007年12月27日選取為期前數據，從2008年1月17日至2009年4月13日選取為期后數據。

2. 指標的選擇

市場質量是包含多方面因素的綜合體。一般而言，市場質量可從流動性、波動性、效率性、透明性、公平性和可靠性六個方面進行衡量。本文主要研究的是最基本的市場質量指標:流動性、波動性和效率性。其中流動性是指，快速地低成本地成交一定金額的能力。波動性是指，資產價格或者收益偏離其期望的可能性。 效率性是指，市場上交易的資產的價格充分、及時、準確地反映所有相關信息的能力。

(1)流動性指標

Amihud流動性比率。指在一段時間的絕對收益率與交易量之間的比值，即:

其中，LRt為第t日的Amihud比率， Rt為第t日收益率，Vt 為第t日成交量。該比率反映了價格的波動對交易量的反應程度，Amihud比率越大，則流動性越低;反之，Amihud比率越小，則流動性越高。

(2)波動性指標

GRACH模型和虛擬變量的計量方法。為研究黃金期貨上市后對黃金現貨市場波動性的影響，本文借鑒了Antoniou(1995)采用的GARCH模型和Jatinder Bir Singh用到的虛擬變量的計量方法。通過分析虛擬變量的系數來判斷黃金期貨上市后對黃金現貨市場波動性的影響。

考慮到的方差是否相同，可以分為兩種情況:

第一、如果是同方差，那么就在均值方程中加入虛擬變量DD，即:

第二、如果是異方差，則將虛擬變量引入GARCH模型的方差方程中，即:

其中約束條件為 ，且 因為考慮的市場信息是完全對稱的，市場是一個有效的市場，所以價格本身已經能夠反映出所有的信息，無需再用其它的影響價格的因素作為自變量進行回歸。故均值方程采用收益率的自回歸模型。其中，DD為虛擬變量，在黃金期貨推出之前DD取0;在黃金期貨推出之后DD取1。通過該虛擬變量系數的符號以及顯著性水平來判斷黃金期貨上市是否影響了黃金現貨市場的波動性，如果DD的系數顯著為負時，說明黃金期貨推出后，黃金現貨的波動性降低;如果DD的系數顯著為正時，說明黃金期貨推出后，黃金現貨的波動性增大;如果DD的系數未通過檢驗，則說明黃金期貨推出后，黃金現貨的波動性沒有影響。

(3)效率性指標

由于對市場效率性的度量缺乏準確的衡量指標，為了增加可靠性，本文采用收益率序列一階自相關系數的絕對值及相對收益率偏離度這兩個指標同時對效率性進行衡量。

收益率序列一階自相關系數的絕對值。主要做法是對期前和期后的收益率分別做一階自回歸，從中得到期前和期后日收益率序列一階自回歸系數的絕對值。根據有效市場理論，市場的信息傳遞效率越高，則金融資產價格應當越接近隨機游走，收益序列的自相關程度應該越低，即低的自我相關系數絕對值代表較好的市場效率。

相對收益率偏離度。假使黃金現貨價格能夠充分反映所有相關信息，在其他條件不變的情況下，以相對收益率偏離度代表的定價誤差將是非常微小的。如果相對收益偏離度在期后顯著降低，則黃金期貨上市后黃金現貨市場信息效率更有效。反之，相對收益率偏離度顯著上升，則黃金期貨上市導致黃金現貨市場的信息效率下降。第t日的相對收益率偏離度定義為第t日的收益率均值方程誤差項的絕對值。

四、實證結果

本文運用EViews6.0軟件進行統計性指標分析，通過比較黃金期貨上市前后各市場質量指標的變化情況，研究黃金期貨上市后對現貨市場質量所造成的影響。

1. 流動性變化情況

表1:黃金期貨上市前后Amihud比率變化情況

期前期后T檢驗p值Wilcoxon符號秩檢驗p值

Amihud比率2.41E-064.82E-060.0000.000

表1中分別列出了Amihud比率期前、期后的均值，及檢驗時得到的p值。

從表1中可以看出，黃金期貨上市后，Amihud比率顯著上升，該比率反映了價格的波動對交易量的反應程度，Amihud比率越大，則流動性越低。所以Amihud比率上升說明了市場流動性降低。

2. 波動性變化情況

采用GARCH模型及虛擬變計量方法來衡量波動性變化情況時，首先對我國黃金現貨日收益率的平穩性進行ADF檢驗，檢驗后得出日收益率為平穩序列。因此可以建立收益率的自回歸模型。再對日收益率序列的相關圖和偏相關圖分析后表明，模型不存在滯后階數。然后進行ARCH檢驗，檢驗模型是否存在自回歸條件異方差，觀察到:

表2:ARCH檢驗

F-statistic11.66376P值0.000681

Obs*R-squared11.47857P值0.000704

從表2中可以看出殘值存在異方差，因此，建立模型時我們將虛擬變量引入GARCH模型的方差方程中。

注:括號中的數值為顯著水平。Q(12)為Ljung和Box提出的檢驗殘差序列自相關性的Q統計量，(12)為檢驗殘差平方序列自相關性的Q統計量。

表3為黃金期貨上市前后黃金現貨市場的日收益率的GARCH參數估計的結果，為了檢測黃金期貨上市對黃金現貨市場波動性的影響，本次研究將虛擬變量DD加入到GARCH(1，1)模型中，通過該虛擬變量的系數可以判斷黃金期貨上市是否影響了現貨市場的波動性。從表3中可以看出虛擬變量DD的系數為正值，并在5%的顯著水平，這說明黃金期貨推出后，黃金現貨市場的波動性顯著加大，從而導致市場的穩定性降低，市場風險增加。同時，我們還可以從表中看出所有系數都通過了顯著檢驗， 均為正數，且<1，因此滿足對GARCH(1，1)模型的參數約束條件。

最后對GARCH模型再次采用ARCH檢驗，結果顯示:

表4:ARCH-LM檢驗

F-statistic0.298853P值0.584807

Obs*R-squared0.299704P值0.584068

因此，從表3和表4中可以觀察到，標準化殘差和標準化殘差平方滯后12期的Q統計量均不顯著。同時，F統計量和Obs*R-squared統計量也均不顯著，表明標準殘差不存在額外的ARCH效應。這說明序列不具有自相關性，殘差項為序列無關的白噪聲，方差方程的估計是正確的，從而驗證了GARCH模型的解釋能力。

3. 效率性變化情況

表5:黃金期貨上市前后效率性指標變化情況

期前期后T檢驗p值Wilcoxon符號秩檢驗p值

日收益率一階自相關系數的絕對值0.0090.0200.0000.000

相對收益率偏離度0.0060.0130.0000.000

從表5中可以看出，日收益率一階自相關系數的絕對值和相對收益率偏離度均呈顯著上升趨勢，因此實證結果表明黃金期貨上市后，黃金現貨市場的效率性降低。

五、結論

本文以上海黃金交易所成交最為活躍的AU9995黃金現貨作為研究對象，采用EViews6.0軟件對黃金期貨上市前后各300個日交易數據進行處理分析，通過比較我國黃金期貨引入前后各市場質量指標的變化情況，來研究黃金期貨上市對現貨市場質量所造成的影響。分析后發現:

1.使用Amihud比率來考察市場流動性變化情況時發現:黃金期貨推出后黃金現貨市場的流動性降低，導致交易成本增加，交易風險增大，黃金現貨市場質量降低。

2.使用GARCH模型和虛擬變量的計量方法來考察市場波動性變化情況時發現:虛擬變量DD的系數顯著為正，因此，黃金期貨推出后黃金現貨市場的波動性增加，從而市場的穩定性降低，風險增大，降低了黃金現貨市場質量。

3.使用日收益率一階自相關系數的絕對值和相對收益率偏離度來考察市場效率性變化情況時發現:兩個指標均顯著上升，因此，黃金期貨推出后黃金現貨市場的效率性降低，降低了黃金現貨市場質量。

由此可見，黃金期貨上市后，降低了黃金現貨市場的流動性和效率性，增加了黃金現貨市場的波動性。因此，黃金期貨的引入未能改善黃金現貨市場質量，而是降低了黃金現貨市場質量。通過本文的研究，為衍生品的引入對標的市場質量的影響提供了進一步的證據，同時也對我國推出股指期貨有一定借鑒意義。

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